扩大国家免疫规划对辽宁省流行性腮腺炎发病率的影响

安晓慧，王艳，王文思，郝爽，方兴

（辽宁省疾病预防控制中心免疫规划所，中国医科大学预防医学研究院免疫规划所，沈阳 110005）

流行性腮腺炎是由腮腺炎病毒引起的急性呼吸道传染病［1］。主要表现为腮腺非化脓性炎症、腮腺区肿痛，有时亦可累及其他唾液腺［2］。2004年以来，中国疾病监测信息报告管理系统将流行性腮腺炎纳入网络直报。自2010年7月，辽宁省将麻疹-腮腺炎-风疹联合减毒活疫苗（measles，mumps and rubella combined attenuated live vaccine，MMR）纳入扩大国家免疫规划（the national expanded program for immunization，NEPI），并开始对满18月龄儿童免费接种1剂次MMR。随着MMR的应用，辽宁省流行性腮腺炎发病趋势呈现显著变化，报告发病率最高的年份为2011年（46.913 8/10万），最低的是2017年（6.642 6/10万）。本研究采用中断时间序列分析（interrupted time series analysis，ITSA）方法对2005年至2019年辽宁省流行性腮腺炎的发病情况进行计量评价，以评估NEPI的实施对流行性腮腺炎发病的防控效果。

1 材料与方法

1.1 研究对象

2005年至2019年辽宁省流行性腮腺炎发病数据来源于中国疾病预防控制信息系统。2005年至2019年辽宁省常住人口数据来源于中国统计出版社《辽宁统计年鉴》。

1.2 研究方法

比较MMR纳入NEPI前后我省流行性腮腺炎月报告发病率，评估NEPI对控制流行性腮腺炎发病的效果。由于全省各市统一应用MMR，缺少在同一时间下干预与未干预情况的有效对照，为得到稳健的评估结果，本研究采用了ITSA方法。因变量为结果变量的测量值，本研究中的结果为是否发病，结果变量为流行性腮腺炎月报告发病率。自变量为时间，本研究中时间的最小间隔为月，逐月对观察数据进行取值，自变量取值为1，2，……，180。回归模型如下：Y=β0+β1×time+β2×intervention+β3×postslope+β4×cold+ε。其中，intervention为干预指示变量，MMR接种前的月份取值为0，MMR接种后的月份取值为1；postslope为干预后时间计数变量，干预前观察点取值为0，干预后观察点取值相应为1，2，3，……；cold为季节极端变量，首先用集中度指标判断流行性腮腺炎发病是否存在季节性，如存在则引入该变量，该变量赋值原则为各年发病数最高的月份取值为1，其余月份取值为0。

拟合线性回归模型得到参数β1、β2、β3。其中，β1为干预前的斜率，即若未经干预流行性腮腺炎月发病率随时间变化的趋势；β2为干预前后发病率的水平变化量，反映了MMR疫苗应用对流行性腮腺炎发病率影响的近期效果；β3是趋势改变量，即干预后与干预前斜率的差值，估计了MMR接种对流行性腮腺炎发病率的远期影响。ε为误差项，表示自变量不能解释的部分。

1.3 统计学分析

应用Microsoft Excel 2010软件建立数据库，应用SAS 9.4软件统计分析中断时间序列，检验水准为α=0.05。

2 结果

2.1 发病情况

2005年至2019年，辽宁省共报告流行性腮腺炎病例121 369例，2011年发病最高，发病率达46.9 138/10万。MMR接种前2005年至2011年流行性腮腺炎发病水平较为平稳，月平均发病率为2.33/10万。疫苗干预后2012年至2019年月平均发病率为0.884 1/10万，见表1。

如表1所示，2005年至2011年，辽宁省流行性腮腺炎每年有2个发病高峰，分别在夏季的5月至6月和冬季的12月至翌年1月。2012年以后，季节上的双峰分布规律逐渐被打破，全年无明显的发病高峰。对疫苗干预前后阶段的发病率集中度分析结果如表2所示，MMR接种前阶段和接种后阶段的集中度分别为0.06和0.15，集中度在0.3以下说明无季节性特征［3］，提示MMR接种前后两阶段的流行性腮腺炎发病均无季节性特征，因此，后续分析中季节控制变量不纳入模型。

表1 2005年至2019年辽宁省流行性腮腺炎月报告发病率（/10万）Tab.1 Mumps monthly incidence in Liaoning from 2005 to 2019（/100 000）

2.2 数据平稳性检验

表2 辽宁省流行性腮腺炎月发病集中度分析Tab.2 Analysis of monthly incidence concentration of mumps in Liaoning

应用SAS 9.4软件对发病率的时间序列进行平稳性检验，采用迪基-富勒（Augmented Dick-Fuller，ADF）单位根检验方法，结果显示，发病率的自相关系数在滞后期内表现出正相关性，正相关性由强变弱。提示变量是平稳的，数据是平稳的时间序列，见表3。

表3 变量的ADF单位根检验结果Tab.3 Variable ADF unit root test results

2.3 MMR纳入NEPI前后流行性腮腺炎相关发病率分析

结果显示，MMR干预前（2005年至2011年），流行性腮腺炎发病率平均逐月增加0.01%，差异有统计学意义（β1=0.014 6，P＜ 0.000 1）。MMR干预后第一年（2012年），月发病率较干预前减少了1.3%，差异有统计学意义（β2=-1.306 5，P＜ 0.000 1）。MMR干预后（2012年至2019年）流行性腮腺炎月发病率的斜率为-0.015 4（β3=0.030 0，P＜ 0.000 1），两阶段斜率差异有统计学意义，见表4、图1。

3 讨论

我国实施NEPI十余年来，国内学者就疫苗纳入NEPI前后相关疾病的流行特征变化做了大量研究［4-5］，但多采用描述性流行病学方法。虽然能简单比较疫苗纳入NEPI前后疾病发病率的变化，但无法定量评价其对疾病发病率的影响，以此评价NEPI的效果容易存在偏性。在未找到有效对照组的条件下，通过收集常规数据，应用ITSA对干预前后进行对比，可以得到稳健的估计结果［6］，是评估纵向数据中干预效果最强的准实验设计。近年来，ITSA被广泛应用于疾病监测数据分析［7-8］，如辽宁省含风疹成分疫苗纳入NEPI对风疹发病的影响［8］。

表4 MMR纳入NEPI前后流行性腮腺炎发病率变化Tab.4 Changes in incidence of mumps before and after MMR incorporation into NEPI

图1 流行性腮腺炎发病率在MMR接种前后的变化Fig.1 Changes of mumps incidence before and after MMR vaccination

1990年，流行性腮腺炎被纳入我国丙类传染病管理［9］，2004年开始通过中国疾病预防控制信息系统对传染病疫情实行网络直报。2010年之前，我省对含腮腺炎成分疫苗采取自愿自费接种原则，由于不能保证高水平的接种率［10］及接种目标人群主要是年满1岁的儿童等原因，辽宁省在MMR纳入NEPI之前全人群流行性腮腺炎发病率呈上升趋势。这与本研究结果“在NEPI疫苗干预前，流行性腮腺炎报告发病率平均逐月增加0.014 6%，差异有统计学意义（P=0.001）”一致。按照辽宁省统一部署，2010年7月沈阳市将MMR纳入国家免疫规划疫苗管理，2011年起，MMR在全省范围内纳入NEPI，对全省满18月龄适龄儿童开展免费接种，人群中产生抗体、建立群体免疫屏障需要一定时间，因此疫苗干预后阶段从2012年开始计算。

本研究中，监测结果显示，MMR接种前（2005年至2011年）流行性腮腺炎每年有2个发病高峰，但集中度分析结果却提示无季节性特征。这是由于集中度分析是向量合成法的一种，该指标能定量反映疾病在全年内的集中程度和季节分布。通过监测数据显示，2个发病高峰分别是夏季的5月至6月和冬季的12月至翌年1月，冬季的发病高峰跨自然年发生，因此两者的结果可能存在不同。随着MMR持续应用，辽宁省全人群流行性腮腺炎发病率呈下降趋势，打破了之前的周期性流行规律。本研究结果显示，MMR纳入NEPI使辽宁省流行性腮腺炎报告发病率立即下降1.306 5%，且随着时间推移，每月下降0.015 4%，差异均有统计学意义（P＜ 0.000 1）。基于ITSA分析表明，NEPI对控制流行性腮腺炎发病、降低腮腺炎发病率具有积极作用，与国内外相关研究［11-12］结果一致。

本研究将辽宁省流行性腮腺炎发病率下降的原因归为疫苗使用和NEPI政策的实施，但社会经济因素，如社会经济发展和卫生条件改善、流动人口以及实验室诊断技术等对传染病发病强度和疾病流行变化也存在潜在影响，因此，今后将进一步开展更为深入的多因素研究。